融資約束、高管激勵與企業創新

□ 楊師瑩

(西南大學 重慶 400715)

一、引言

技術創新是經濟增長最持久、最根本的源泉。在當今激烈的競爭環境中，技術創新是推動企業發展的核心動力，也是推動經濟可持續發展的重要驅動力。技術創新并不是一蹴而就的，它既需要持續穩定的資金支持，也需要整合和開發企業所取得的知識，是一個長期艱難的過程。自上世紀90年代以來，西方學者致力于從公司治理、財務等角度分析研究驅動企業技術創新的主要因素。我國也有眾多學者研究企業融資與創新的問題，然而，從公司治理角度分析企業技術創新的研究并不常見，少有將公司治理、融資約束等內外部因素結合分析。資金是企業發展的必備條件，融資約束確實會阻礙企業的創新發展，內部治理也是影響企業創新的環境因素，因此本文將目光聚焦于融資約束和公司內部治理對企業創新的影響。

國內外對于融資約束與企業創新、高管激勵與企業創新已經做出了不少的探索和研究，但是對于將融資約束、高管激勵與企業創新三者結合起來的研究較為少見，也就是說少有研究者將高管激勵作為調節變量來分析其對融資約束與企業創新的影響。將三者綜合起來，在中國資本市場上研究上市公司融資約束和高管激勵對企業創新的影響是本文的主要創新點。

二、理論分析與研究假設

(一)融資約束對企業創新的影響

劉春玉(2011)在擴展的不完美資本市場中提出了兩點理論基礎：第一，創新活動具有更強的專業性和高風險性會導致企業管理者和投資者之間的信息不對稱更嚴重；第二，無形資產較難估值，導致企業未來現金流入的不確定性較強并且難以抵押。眾多學者的研究已經表明企業的創新項目投資比一般項目投資存在更多的融資約束(Hall，1992)。早在2002，Hall便提出了創新活動的具有高融資成本和高調整成本的特性。在創新研發活動中，很多信息作為商業秘密一般不會披露，因此外部投資者面臨更嚴重的信息不對稱。加之創新研發的過程主要依靠的是人力資本，作為監管者的投資人很難監督到創新人員的努力水平，因此創新活動具有很高的監管成本。其次，創新活動是一項長期投資，難以精確記錄和衡量，具有很高的調整成本。Mohnen(2002)在2002年進行的實證研究發現，加拿大企業在存在融資約束的情況下技術創新項目的投資傾向降低了18.7%，德國制造業在同樣情況下，技術創新項目的投資傾向下降幅度更是高達22.4%。這說明由于存在融資約束，企業技術創新項目投資傾向明顯降低，融資約束嚴重抑制了企業的創新行為?；诖?，我們提出以下假設：

H1：融資約束對企業創新具有抑制作用。

(二)高管激勵對企業創新的影響

現代企業經營制度(兩權分離)時常導致管理者成為公司的實際控制人。管理者為了自己的短期利益，會產生各種道德風險問題。自委托代理理論提出以來，在公司治理中如何協調、解決股東與經理之間的利益沖突一直是個棘手難題，而激勵恰好被認為是解決這一難題的有效機制。在對高管的激勵措施中，最常見的就是薪酬激勵和股權激勵。其中，薪酬激勵具有快速、直接的效果，風險較小，有助于緩解股東與高管在創新研發活動實施過程中的委托代理問題。因而對高管而言，薪酬激勵是一種比較有吸引力的激勵措施。雷鵬和梁彤纓等人(2016)基于我國A股工業上市公司2009-2013年的數據，研究發現對管理層實行貨幣薪酬激勵有利于提高企業研發效率水平。另一方面，較貨幣薪酬激勵而言，股權激勵被公認為是更進一步的措施。管理層持股可以從根本保證管理者自身利益與企業利益的一致性，激勵和約束著管理層作出有利于企業利益最大化的決策和行為，從而解決委托代理導致的道德風險問題。Shleifer和Vishny(1988)就曾指出，管理層成為大股東可以部分解決委托代理問題，因為他們對企業資產有足夠的控制權和所有權，實現自身利益的最大化的同時將更有利于實現企業利潤最大化的目標。王燕妮(2011)運用我國制造業上市公司數據進行檢驗，得出股權激勵對高管激勵對研發投入有顯著正向影響的結論。所以提出以下兩種假設：

H2a：在其他條件不變的情況下，薪酬激勵有利于企業的創新研發。

H2b：在其他條件不變的情況下，股權激勵有利于企業的創新研發。

(三)高管激勵對融資約束與企業創新關系的調節作用

融資約束雖然減少了企業的自由現金流，在對高管實施激勵的前提下，高管個人價值與企業價值得到了統一，從而最大限度地減少創新過程中的代理成本，有利于企業創新效率的提高(顧群等，2012)。實行高管激勵，有助于改善公司的治理績效，總體上提高公司的經營績效和營業收入。在企業研發過程中，激勵計劃解決了部分委托代理問題，使委托代理成本大大減少，管理層或者大股東的資金侵占行為將受到制約，間接會相對地增加公司的現金流，在一定程度上減緩了企業在進行R&D投資時的融資約束。另一方面，在強調企業價值最大化的目標下，管理層會將有限的資金投入到績效更好的研發創新項目中，資金使用效率也會得到提升。因此，由于高管激勵制度解決了部分委托代理問題，緩解了企業所面臨的融資約束，進而對融資約束對企業創新之間的負相關關系有緩解作用。

H3a：在其他條件不變的情況下，管理層薪酬激勵負向調節融資約束與企業創新之間的關系，即融資約束對企業創新的抑制作用在管理層薪酬激勵較多的企業得到了緩解。

H3b：在其他條件不變的情況下，管理層股權激勵負向調節融資約束與企業創新之間的關系，即融資約束對企業創新的抑制作用在管理層持股制度的企業得到了緩解。

三、研究設計

(一)樣本選擇與數據來源

本文數據來自國泰安CSMAR數據庫，其中上市公司與子公司專利數據子庫僅有2006-2017年數據，所以主要采集了2006-2017年中國A股上市公司的有關數據作為研究樣本。并對樣本進行了以下處理：(1)剔除金融類上市公司；(2)剔除暫停上市、終止上市、停牌的公司；(3)剔除核心變量專利申請量、管理層持股和相關財務數據有缺失的公司。最終，獲得了2672家上市公司12年共13187個觀察值。

(二)變量的定義

被解釋變量：本文運用上市公司的專利申請數據作為企業創新的指代變量。

解釋變量：采用魏志華(2014)的研究，以中國上市公司為樣本構建KZ指數來度量融資約束。為了檢驗假設1和假設2，設置的解釋變量有四個，除了融資約束KZ指數外，還有管理層激勵計劃(Motivation)、管理層薪酬(Lnsalary)、管理層持股(Exhold)。后三個解釋變量作為高管激勵的代理變量。管理層激勵計劃為虛擬變量，與當年年報是否公布管理層激勵計劃有關。管理層薪酬作為薪酬激勵的代理變量，管理層持股作為股權激勵的代理變量。

控制變量：根據以往文獻(盧馨，2013；鞠曉生，2013)在模型中引入股權集中度(Tenhold)、兩權分離(Seperation)、產權性質(ID)、資產負債率(Lev)盈利能力(Roe)、營業收入(Income)、資產規模(Asset)、公司年齡(Age)、賬面市值比(HML)、資本支出(Capexp)、現金(Cash)、時間效應(Year)和行業效應(Industry)。

(三)模型的構建

為了檢驗假設1和假設2，構建如下模型：

Patents=α0+β1KZ+β2Motivation+β3Lnsalary+β4Exhold+∑γiXi+∑λiYear+∑χjIndustry+ε

(1)

同時，為進一步考察高管激勵與融資約束交互項對創新研發的影響，即檢驗假設3，構建如下模型：

Patents=α0+β1KZ+β2Motivation+β3Lnsalary+β4Exhold+β5KZ*Motivation+β6KZ*Lnsalary+β7KZ*Exhold+∑γiXi+∑λiYear+∑χjIndustry+ε

(2)

其中，X代表控制變量，Year和Industry表示時間效應與行業效應，ε表示隨機誤差項。

(四)構建衡量融資約束程度的KZ指數

借鑒Kaplan and Zingales(1997)和魏志華(2014)的研究，我們以A股上市公司為數據樣本構建KZ指數衡量融資約束程度。按以下步驟構建KZ指數:首先，對全樣本各個年度都按經營性凈現金流/上期總資產(CFit/Ait-1)、現金股利/上期總資產(DIVit/Ait-1)、現金持有/上期總資產(Cit/Ait-1)、資產負債率(LEVit)和TobinQit進行分類。如果CFit/Ait-1的值低于其中位數則kz1取1，否則取0；如果DIVit/Ait-1的值低于其中位數則kz2取1，否則取0；如果Cit/Ait-1的值低于其中位數則kz3取1，否則取0；如果LEVit的值高于其中位數則kz4取1，否則取0；如果TobinQit的值高于其中位數則kz5取1，否則取0。在得出以上結果的基礎上，計算KZ指數，令KZ=kz1+kz2+kz3+kz4+kz5。最后采用排序邏輯回歸(Ordered Logistic Regression)，將KZ指數作為因變量對CFit/Ait-1、DIVit/Ait-1、Cit/Ait-1、LEVit和TobinQit進行回歸，估計出各變量的回歸系數。

上述回歸模型的估計結果如表2所示，有了回歸系數后，我們得到度量融資約束的綜合方程:KZ=-0.0066×CFit/Ait-1-1.7508×DIVit/Ait-1-0.0892×Cit/Ait-1+0.4223×LEVit-0.0010×TobinQit。之后根據該方程計算出代表每一家上市公司融資約束程度的KZ指數，KZ指數越大，意味著上市公司面臨的融資約束程度越高。由方程的系數可知在中國低經營性凈現金流、低派現、低現金持有、高負債水平、低成長性的上市公司通常面臨著較為嚴重的融資約束。

表1 中國上市公司融資約束程度估計模型的回歸結果

四、實證分析

(一)回歸分析

融資約束、高管激勵與企業創新之間的回歸結果如表4所示：

表2 各模型回歸結果

融資約束對企業創新的抑制作用從模型1的回歸結果中可以看到，融資約束KZ的系數在5%的顯著性水平為-0.470，表明融資約束對企業創新有顯著的抑制作用，假設1得到驗證。其次，上市公司每年是否有激勵計劃(Motivation)的系數在5%的顯著水平下為0.049，高管的平均薪酬(Lnsalary)在1%的顯著性水平為0.109，管理層持股(Exhold)在5%的顯著性水平為0.221，表明高管激勵有利于促進企業創新，假設2a、假設2b成立。

為了考察激勵計劃(Motivation)、貨幣薪酬激勵(Lnsalary)、股權激勵(Exhold)對融資約束和企業創新之間關系的調節效應。模型2、模型3和模型4分別加入融資約束KZ分別與三種激勵指標的交乘項，出于穩健性考慮，模型5將上述三個交乘項一并放入模型進行分析。融資約束與激勵計劃的交乘項(KZ*Motivation)系數在模型2和模型5中分別為0.164、0.065，但不顯著。說明是否有公布激勵計劃對融資約束與企業創新之間的關系并無顯著調節效應。融資約束與股權激勵的交乘項(KZ*Exhold)系數在模型3和模型5的回歸結果在1%的顯著水平下為2.178和2.230，這說明股權激勵對融資約束和企業創新之間的關系與顯著的負向調節效應。即股權激勵能力顯著減緩融資約束對企業創新的抑制作用，假設3b成立。融資約束與貨幣薪酬激勵的交乘項(KZ*Lnsalary)系數在模型2和模型5中分別為0.156、0.178，但均未達到10%的顯著性水平。說明貨幣薪酬激勵對融資約束與企業創新之間的關系并無顯著調節效應，假設3a不成立。即相對于薪酬激勵來說，激勵期限更長的股權激勵對技術創新的影響更加明顯。因為貨幣薪酬激勵作為一種短期激勵，并不能夠對持續周期較長、收益滯后的創新活動產生顯著的正向影響。

(二)進一步研究：考慮產權的性質

在針對融資與企業創新的研究中，企業的產權性質一直是關注的焦點。融資約束、高管激勵和企業創新的相關結論是否會因實體企業的產權性質差異而有所不同？為此，專門進行了針對不同產權性質的分組回歸。如表6、表7、表8所示。從表中的回歸結果看，上文的回歸結果與民營企業組的回歸結果基本上是一致，而在國有企業組的回歸結果中，除了高管持股對企業創新有促進作用外，其余結果均不顯著甚至相反。一方面，國有企業與政府有著天然的聯系，國有企業的管理層大多由政府國有資產監督管理部門指派，相比于非國有企業，國有企業能夠更容易獲得政府的資金支持以及金融機構的貸款，其面臨的融資約束問題更弱，因此，融資約束對企業創新的抑制作用更不明顯，高管的激勵作用除高管持股外均不顯著，調節作用也不顯著。另一方面，由于樣本中，民營企業數量多于國有企業數量，專利等數據也是民營企業居多，這也可能造成回歸結果不顯著的問題。

表3 民營企業回歸結果

表4 國有企業回歸結果

(三)穩健性檢驗

內生性問題。KZ指數本身就是由現金流、負債等許多互為因果的內生變量計算而來的，將其直接納入回歸方程中，可能導致內生性問題。本文采用KZ的滯后一期(L.KZ)、滯后兩期(L2.KZ)作為工具變量，采用工具變量—廣義矩估計(IV-GMM)方法進行穩健性測試。采用GMM回歸后的結果顯示，除了融資約束與激勵計劃的交乘項(KZ*Motivation)在總體和民營企業組回歸中都顯著(1%)為正、融資約束與貨幣薪酬激勵的交乘項(KZ*Lnsalary)在總體回歸中顯著為負，在民營和國有企業組中均不顯著外，其余結果基本一致，驗證了假設1、假設2a、假設2b、假設3b在民營企業中成立。

五、結論與建議

本文利用我國A上市公司2006-2017年的財務和專利等數據，研究融資約束、高管激勵對企業創新的影響。最終得出結論如下：(1)融資約束對我國上市非國有公司創新具有顯著抑制作用；(2)給予高管貨幣薪酬激勵或一定的股權激勵或者兼而有之，都有利于民營企業高管支持和執行關系企業長遠利益的研發創新戰略。受到激勵的高管會更加專注于公司的長遠利益，進而進行一些具有創新性和專業性的項目投資，增加企業的創新產出；(3)高管激勵對融資約束和企業創新之間的調節效應：貨幣薪酬激勵不具有調節作用，不能顯著緩解融資約束對企業創新的抑制作用。但是股權激勵能夠負向調節融資約束對民營企業創新之間的抑制關系，即能夠顯著緩解融資約束對民營企業創新的抑制作用。

根據以上結論，提出以下建議。(1)高管激勵。對所有權和經營權相分離的民營企業來說，給予管理者薪酬激勵或一定持股比例的股權激勵，緩解委托代理問題，使管理者利益與企業利益相一致，有利于管理者們支持和執行關乎企業長遠發展的研發創新戰略，最終反映到企業的創新效率的提升上去。并合理利用股權激勵的調節作用，緩解融資約束對企業進行創新研發的抑制作用。(2)優化股權結構。從上面的回歸分析中，我們得出了股權集中度越高，企業創新水平越低的結論。在公司治理中，要建立適當的股權制衡制度和有效的內部監督機制，促使研發投資的效用最大化，最終提高企業的創新水平。